Règles de politique monétaire: essai de modélisation pour la BCEAO ( banque centrale des états de l'Afrique de l'ouest )

IV.3 Résultats de l'estimation par la MMG

Les estimations sont faites dans le logiciel Eviews 5.0 avec l'option " HAC⁴³ " (Heteroskedascity and Autocorrelation Consistent), robuste à l'hétéroscédasticité et à l'autocorrélation. En effet, cela permet de corriger les problèmes soulevés dans l'estimation des règles forward avec les MCO (cf. annexe n⁰1). Les retards allant jusqu'à l'ordre 4 ont été retenus pour tous les instruments.

Les résultats des différentes estimations sont résumés dans le tableau ci-dessous. Dans la suite, nous utiliserons la notation FL1 pour le modèle forward-looking intégrant les retards du taux de pension (TPE), de l'inflation et du gaphp ; FL2 pour le modèle retenant les retards du TPE, de l'infgap4, de gaphp et du M2 ; et enfin la notation FL3 pour celui prenant en compte les retards du TPE, de l'infgap4 et du M2. On remarque que toutes les trois régressions présentent d'emblée un ² ajusté assez élevé (respectivement 0,79 ; 0,81 et 0,83), témoignant ainsi d'une bonne adéquation de la régression.

⁴³ L'option HAC avec la matrice de variance- covariance de White est utilisée pour les données en cross section et l'option HAC avec la matrice de variance - covariance de Newey -West est utilisée pour les données temporelles.

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La statistique de Durbin-Waston (DW) atteste d'une absence d'autocorrélation sérielle des erreurs pour les modèles FL2 et FL3. Celle du modèle FL1 n'est pas favorable à l'hypothèse nulle d'absence d'autocorrélation. Toutefois, l'utilisation de la matrice de variance-covariance de l'estimateur HAC à travers la méthode généralisée des moments permet d'obtenir le meilleur estimateur en présence de modèles avec erreurs d'anticipation. La présomption de l'autocorrélation ne remet donc pas fondamentalement en cause la robustesse des estimateurs. Greene (2005, page 257) précise à cet effet que même l'utilisation de la matrice de variance -covariance de correction de l'autocorrélation de Newey-West n'élimine souvent pas totalement la corrélation sérielle de type AR.

Tableau n⁰4 : Résultats des estimations de la règle forward-looking

	Règles
	FL1	FL2	FL3
Variables	Paramètres
infgap4 gaphp	0,87^* (16,75) 1,17^* (7,01) 0,23 (0,88) 2,6^*** (1,97)	0,95^* (40,44) -0,82^** (-2,27) -1,71^* (-5,19) 4,06^** (2,57)	0,94* (38,49) 0,86** (2,47) -0,172 (-0,42) 3,3^*** (1,91)
Instruments	retards de TPE, infgap4 et de gaphp	retards de TPE, infgap4 de gaphp et M2	retards de TPE, gaphp et de M2
P -value de la statistique J	0,57	0,84	0,62
q ou nombre d'instruments	12	16	12
	0,79	0,81	0,83
DW	1,05	1,38	1,41

Source : Estimation de l'auteur sur Eviews/ *, ** et *** significativité respective à 1%, 5% et 10% / (.)= student

Cependant, la seule valeur du ajusté ne s'aurait être un élément discriminant des

différents modèles, nos critères de sélections pour le choix de la « bonne » régression, comme ceux retenus par Mesonnier et Renne (2004) sont :

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? La vraisemblance économique et la significativité des coefficients estimés. En effet, le signe positif des coefficients du taux d'intérêt retardé ainsi que des gaps d'inflation et d'output est théoriquement attendu. Aussi, le taux d'intérêt réel de long terme ne doit pas être élevé (de l'ordre de 3%, pour être compatible avec l'objectif d'inflation de 2% de la BCEAO). Il est souhaitable que le paramètre de lissage ne soit pas trop proche de l'unité, inferieur à 0,9 par exemple. Même si cela ne constitue pas un critère sélectif, le test de Wald joint peut être exécuté pour voir la conformité aux coefficients ad hoc de Taylor (1993) ;

? Le respect du principe de Taylor, qui suggère que le coefficient associé à l'inflation soit supérieur à l'unité : classiquement, si ce principe est respecté, alors, sous réserves de certaines conditions minimales sur le fonctionnement de l'économie, la règle de Taylor correspondant à l'équation (3.7) stabilise l'inflation et l'écart de production [Taylor (1993), Clarida et al. (1999), Pollin(2004) ; Davig et Leeper (2005)] ;

? L'acceptation de toutes les restrictions sur-identifantes liées aux instruments, soit, en d'autres termes la validation statistique des instruments choisis pour l'estimation par la MGM. Le test de la J-statistique est alors nécessaire.

L'application du premier critère conduit à écarter a priori les équations FL2 et FL3. En effet, la conformité théorique n'est pas validée car les coefficients associés aux gaps d'inflation et de la production sont négatifs sur les deux régressions : un choc positif sur ces deux variables en appellerait à une baisse du taux directeur. Ceci est certainement contre intuitif. La spécification du VAR non structurel montrait plus haut, à travers les fonctions de réponse le sens positif de la réaction du taux directeur suite aux innovations de l'inflation et de l'output. Entre les règles FL2 et FL3, la première prend l'avantage sur la seconde, ne serait ce que par la significativité de ses coefficients. Elle laisse ainsi entrevoir que la banque centrale utilise l'évolution de la masse monétaire comme un indicateur dans sa politique de taux d'intérêt. En effet, la différence fondamentale entre ces deux régressions est que la FL3 retire de ses instruments les retards de l'infgap4 alors qu'ils sont intégrés dans la règle FL2 en plus des retards M2.

La règle FL1 devient ainsi une règle-candidate potentielle. Elle présente un taux réel d'équilibre acceptable de 2,6% (i.e. inferieur à 3%). Le paramètre vaut 0,87, fondant de ce fait l'existence d'un processus AR(1) dans la fixation du taux d'intérêt directeur. Tous les coefficients des exogènes sont positifs, donc conformes à la théorie économique, même si le

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coefficient de l'output gap n'est pas significatif. Aussi, le test de Wald joint (annexe n⁰3) est favorable à la conformité des coefficients de et à ceux de la règle originelle de Taylor (1,5 et 0,5).

En poursuivant l'application des critères de sélection, nous remarquons que la FL1 est robuste au principe de Taylor car vaut 1,17 et est supérieur à 1. Le processus de stabilisation peut alors s'effectuer car une déviation de l'inflation anticipée de son niveau cible conduit à une réaction plus que proportionnelle du taux directeur.

Enfin, nous testons la validité des instruments utilisés en procédant au J-statistique test. L'hypothèse nulle de ce test pose que les q-k combinaisons linéairement indépendantes des conditions d'orthogonalité sont nulles (q instruments et k paramètres). Or, la p-value associée à la valeur empirique de la statistique J, valant 57% est supérieure à 1% ; 5%, voire 10%. Ainsi, les données de notre échantillon sont favorables à cette hypothèse nulle, les retards des variables exogènes utilisés comme instruments sont acceptables. La BCEAO utiliserait donc

dans son ensemble d'information disponible ( ), les informations sur le taux d'intérêt,
l'inflation et l'output pour formuler sa politique de taux futur.

La règle FL1 sort beaucoup plus robuste au jeu de critères définis plus haut. Elle fera l'objet d'interprétation en vue de diagnostiquer la politique de taux directeur de la banque centrale.